上市公司公允價值計量與股票定價的相關性分析

劉曉婕

公允價值作為一種全新的計量方式，起源于20世紀80年代。隨著資本市場的日益發展，公允價值計量在金融工具及衍生工具中開始廣泛地應用。公允價值計量，對公司的股票投資、房地產投資等業務產生影響，會增加財務報表的波動性，影響會計信息的可理解性與有用性，出資者可以通過掌握會計信息來進行預測、決策，這也直接影響了股票的價格。因此通過研究公允價值計量與股票定價的相關性，進而了解上市公司會計信息質量對出資者影響、輔助出資者進行決策，就很有必要了。

一、樣本選擇

實施西部大開發戰略以來，北部灣經濟區發展取得顯著成就，成為中國—東盟開放合作的物流基地、商貿基地、加工制造基地和信息交流中心，廣西的上市公司越來越多，會計準則中公允價值計量運用得越來越廣泛。選擇的樣本是2012年廣西30個上市公司，考慮到樣本總體中存在著極端值，可能對統計結果產生不利影響，因此剔除了*ST公司，即*ST南化、*ST北生、*ST國發和*ST河化四個公司，最終以26個樣本公司的數據作為研究樣本。

二、模型選擇

20世紀90年代，Feltham和Ohlson(1995)提出了股票價格的會計基礎計價模型，分析了會計數字與股票價格之間的直接聯系，即Ohlson—Feltham股票計價模型。利用該模型來分析使用公允價值計量與股票定價是否相關的結論。

回 歸 模 型 為 ：Pit=β0+β1 EPSit+β2 BVPSit+εit①

其中因變量Pit表示公司i在年末的資產負債表日t時不考慮股利再投資的股票收盤價格，自變量EPSit表示公司i在年末的資產負債表日t時基本每股收益，BVPSit表示公司i在年末的資產負債表日t時每股凈資產，εit為隨機干擾項。預期通過Ohlson模型得出廣西地區的擬合優度較好。

三、提出假設

新會計準則中公允價值的變動處理有兩種：一種是計入資產，同時計入當期損益，如交易性金融資產；另一種是計入資產，同時計入所有者權益，當處置該資產時轉入當期損益，如可供出售金融資產。為此，提出三個相關的假設。

假設一

Carroll等(2003)發現交易性證券的公允價值與股價具有顯著的正相關性。隨后張燁等(2007)論證了無論是按公允價值計量的金融資產期末的價值還是公允價值變動產生的未實現收益，都對公司的股票價格和市場收益率產生了顯著的增量解釋能力。同時，投資者對公允價值計量的資產的關注程度普遍高于用非公允價值計量的資產。因此，投資者更加關注于以公允價值計量的金融資產。當公司年報中以公允價值計量的金融資產較多時，就會吸引投資者的更多關注，從而購買其股票，股票價格進而上漲。

為此提出假設一：股票價格和以公允價值計量的金融資產具有一定的相關性，且顯著為正。

模型為：Pit=β0+β1 BVPS1it+β2 BVPS2it+β3 BVPS3it+β4 EPSit+εit ②

其中自變量BVPS1it表示公司i在年末的資產負債表日t時交易性金融資產除以股本數，BVPS2it表示公司i在年末的資產負債表日t時可供出售金融資產除以股本數，BVPS3it表示公司i在年末的資產負債表日t時扣除可供出售金融資產和交易性金融資產后的每股凈資產，控制變量EPSit表示公司i在年末的資產負債表日t時基本每股收益。預期β1、β2都顯著為正，因為公允價值改善了會計信息的決策相關性，所以，β1和β2應該大于β3。

假設二

蔡艷萍、陳慧萍(2010)采用Ohlson模型對公允價值信息價值相關性研究，認為當相對信息效率較低時，公允價值對股票價格具有增量的影響作用。而且，張麗芳(2012)研究發現，計入利潤表的公允價值變動損益與計入所有者權益項目下的可供出售金融資產變動額都具有增量的價值相關性。再加上，公允價值具有公正性、時效性，相對于歷史成本，更能體現公司當前的價值，因此對于投資者而言，更具有吸引力。

為此提出假設二：股票價格與計入當期損益的公允價值變動損益具有一定的相關性，且顯著為正。

回歸模型為：Pit=β0+β1 EPS1it+β2 EPS2it+β3 BVPSit+εit③

剔除公允價值變動損益后，模型的擬合優度下降。

回歸模型為：Pit=β0+β2 EPS2it+β3 BVPSit+εit④

其中，自變量EPS1it表示公司i在年末的資產負債表日t時公允價值變動損益除以股本數，EPS2it表示公司i在年末的資產負債表日t時扣除公允價值變動損益后的基本每股收益，控制變量BVPSit表示公司i在年末的資產負債表日t時每股凈資產。預期模型③中的β1顯著為正，也由于公允價值的變動相關的收益多為不可持續的，因此β1應該小于β2；對于模型④的擬合優度將小于模型①的優擬合度。

假設三

張黎(2008)分析新會計準則中公允價值應用對上市公司的利潤影響，其研究結果表明，可供出售金融資產在后續計量時雖將公允價值變動計入資本公積，但出售時，將一次性計入投資收益，這樣對當年的凈利潤產生影響較大。可供出售金融資產的處置導致的其他資本公積的增加或減少，屬于其他綜合收益。而且，樊麗麗(2012)研究發現投資性房地產采用公允價值計量后，提升了報表的信息含量，這也屬于其他綜合收益的范圍。

為此提出假設三：將其他綜合收益記為當期損益，可進一步提高會計信息和股票價格之間的相關性。

回歸模型為：Pit=β0+β1 EPS3it+β3 BVPSit+εit⑤

其他綜合收益有相關性，且與股票價格之間正相關。

回歸模型為：Pit=β0+β1 EPS3it+β2 EPS4it+β3 BVPSit+εit⑥

其中，自變量EPS3it表示公司i在年末的資產負債表日t時凈利潤加上其他綜合收益后除以股本數，EPS4it表示公司i在年末的資產負債表日t時其他綜合收益除以股本數，控制變量BVPSit表示公司i在年末的資產負債表日t時每股凈資產。預期模型⑤的擬合優度將大于模型①的擬合優度；對于模型⑥，預期β2顯著為正。

四、實證檢驗與分析

模型中所需的原始數據來自巨潮資訊網、上海證券交易所網站、深證證券交易所網站、證券之星網站和新浪網的新浪財經欄目，部分殘缺的數據從廣西上市公司公布的年報中手工收集并通過計算所得。數據分析由Excel和SPSS17.0統計軟件完成。

（一）描述性統計分析

通過對2012年廣西地區的26個樣本公司進行描述性統計分析，計算出的結果為：2012年度廣西上市公司報告公布當日的公司收盤價格Pit的平均值為8.5673，基本每股收益EPSit的平均值為0.1781，每股凈資產BVPSit的平均值為3.8541，BVPS1it的平均值是0.0496，BVPS2it的平均值為 0.4619，BVPS3it的平均值為 3.3426，表明在年末資產負債表日的交易性金融資產和可供出售金融資產在公司的凈資產構成中有一定的比重，說明對公司價值產生了一定的影響。EPS1it的標準差為0.0118，EPS2it的標準差為 0.39，EPS3it的方差為 1.0870，EPS4it的方差為0.8185，說明在年末資產負債表日的公允價值變動和其他綜合收所選擇的的數據誤差不是很大，波動小，也表明所選取得的數據變動幅度不大。

（二）回歸分析

1.各個變量之間的相關分析

由于進入線性回歸模型的自變量與因變量之間以及各個的自變量之間的相關程度，是影響模型的估計質量的重要因素，所以，在進行回歸分析之前，需要對各變量之間的相關性進行檢驗。借助Pearson相關系數檢驗方法，來尋找各個變量間兩兩相關的相關系數。一般來說，變量之間的相關系數越接近1或者-1，相關度越強，相關系數越接近0，相關度越弱。根據計算Pearson系 數 的 結 果 所 知 ， 本 模 型 中 的 Pit、EPSit、BVPSit、BVPS1it、BVPS2it、BVPS3it、EPS1it、EPS2it、EPS3it、EPS4it各變量之間的相關系數的絕對值大體上靠近1，所以，可以推斷出，模型中各變量之間的相關度較好。

2.對Ohlson模型的檢驗分析

首先運用Ohlson模型檢驗模型①是否具有較高的擬合優度。回歸結果為：擬合優度R方達到0.384，調整后R方為0.330，表明被解釋變量股票價格的總體差異中有33%能由模型中的解釋變量解釋。模型的F統計量為7.162，Sig.值為0.004，表明模型具有統計學意義，線性關系顯著。其次，模型①中的各解釋變量的VIF值均小于2，說明模型的設置不存在嚴重的多重共線性問題以至于影響研究結果，可認定該模型具有統計學意義,說明Ohlson模型可以很好的擬合公允價值計量和股票價格之間的關系。

3.對假設一的檢驗分析

對假設一的檢驗分析中主要考慮以公允價值計量的資產 (即上文模型中提到的交易性金融資產BVPS1it和可供出售金融資產BVPS2it)是否與股票價格具有相關性，這一步檢驗暫不考慮公允價值計量對當期損益的影響。回歸結果匯總見表1。

表1 模型②的檢驗結果

從表1的檢驗結果可以看出，結果與預期一致，擬合優度達到0.564。BVPS1it的估計系數β1為7.499，在5%的置信水平下顯著地異于0；BVPS2it的估計系數β2為0.319，在10%的置信水平下顯著地異于0；這表明對上市公司的可供出售金融資產(每股數)和交易性金融資產 (每股數)的公允價值價值計量都具有價值相關性，且BVPS1it的估計系數β1大于BVPS2it的估計系數β2，這說明股票價格在一定程度上與上市公司交易性金融資產(每股數)的公允價值計量更相關，即和交易性金融資產的價值相關性在一定程度上高于和可供出售金融資產的價值相關性。實證檢驗的結果支持假設一中預期的β1，β2都顯著為正，但是β1大于β3而β2小于β3，說明在廣西上市公司中，對交易性金融資產使用公允價值計量更易影響股票價格，而可供出售金融資產和其他資產與之的相關性略低。

4.對假設二的檢驗分析

對假設二的檢驗分析中主要考慮當期損益中的公允價值變動損益，不考慮公允價值計量對凈資產的影響。公允價值變動損益屬于未實現損益，檢驗其計入當期損益是否與股票價格具有相關性。回歸結果匯總見表2。

在表2的結果中，模型③和模型④調整后的擬合優度分別為0.367和0.325，表明被解釋變量股價的總體差異中有36.7%和32.5%可以由所選的解釋變量解釋。模型的F統計量分別為5.851和7.055，兩者的Sig.值均為0.004，表明模型③和④線性關系顯著，具有統計學意義。其次，各解釋變量EPS2it和BVPSit的VIF值均小于2，說明模型不存在嚴重的多重共線性問題，不會影響研究結果。

表2 模型③和④的檢驗結果

從R方結果來看，實證檢驗的結果基本支持假設二，與預期基本一致，模型③的擬合優度為0.444，基本合理，但公允價值變動損益的回歸系數為107.563，顯著大于其他損益的回歸系數，這與預期不同，說明在廣西的上市公司中公允價值計量對于股票價格的影響非常大，公允價值計量在廣西地區的運用較為廣泛和重要。雖然，公允價值變動損益是未實現的損益，但仍與股票價格具有很高的相關性。而且從數據中看出，在不考慮公允價值變動損益后，擬合優度顯著下降，相關系數也不再顯著，失去意義，這表明公允價值變動引起的當期損益對廣西地區影響比較大。

5.對假設三的檢驗分析

對假設三的檢驗分析考慮的是將其他綜合收益也計入當期損益，能否進一步提高擬合優度。回歸結果匯總見表3。

模型⑤F值在0.004的水平下顯著為7.272，擬合優度為0.387，模型⑥F值在0.003的水平下顯著為6.447，擬合優度為0.468，模型⑤調整后的R方比模型①提高了0.004，表明將其他綜合收益計入當期損益后的會計信息與股票價格的擬合優度上升了。但是，相關的系數不合理、不顯著，失去意義。這表明在廣西上市公司中，其他綜合收益對出資者來說存在較大的不確定性，從而股票價格與其相關性差。綜合看來，假設三沒有得到回歸分析的支持，不成立，即在其他綜合收益中列示出的公允價值變動損益，于股票定價不具有相關性。

表3 模型⑤和⑥的檢驗結果

（三）穩健性檢驗

在實證檢驗分析中使用公司的財務報告的公告日最合適，但是每個公司的公告日不同，故使用的都是資產負債表日的股價。對于只選擇兩類以公允價值進行后續計量的金融資產的原因，是因為廣西地區上市公司年報中，其他以公允價值計量的資產（如投資性房地產、長期股權投資相關等）公允價值變動較少。

六、研究結論與建議

（一）研究結論

通過Ohlson模型回歸分析，實證結果表明了總體上公允價值計量改善了財務會計報告的質量。以公允價值計量的兩類金融資產與股票定價具有相關性。而且，其反應系數大于其他資產，說明以公允價值計量的資產具有較高的可靠性和相關性，這為出資者的投資提供了一定的參考依據，說明公允價值變動損益是投資者購買股票時要考慮的重要因素。當把公允價值變動引起的其他綜合收益變化也計入當期損益時，每股收益的反應系數不再顯著，表明計入其他綜合收益的公允價值變動，對出資者來說不確定性較大，所以其和股票定價的相關性相對差。

（二）建議

公允價值會計能夠提供更加有用的會計信息，這與決策有用觀的會計目標是相符合的，故公允價值是會計計量發展的必然趨勢。對于怎樣使公允價值計量在新會計準則體系下更加有效的實施，并且為信息使用者提供更加相關的會計信息，提出以下幾個方面的建議：

第一，建立充分競爭的交易市場。目前我國的市場環境并不是充分競爭的，所以需要進一步完善，建立充分競爭的生產要素市場，使得公允價值的計量更加合理。更重要的是打破行業壟斷，引入充分競爭的市場機制，從而進一步減少信息不對稱的影響。

第二，從財務報告來看，要準確、完整地理解其提供的會計信息，是非專業人士很難勝任的。因此不僅要提高財務報告的透明度，例如增加對企業發展的不利因素的披露，還要提升投資者的專業分析能力，為投資者學習證券業務知識創造條件、提供便利。比如，定期印刷、發放一定數量的通俗易懂的培訓輔導資料。

第三，開通出資者關系互動平臺，增進出資者對公司的了解，加強公司與投資者的溝通聯系，切實提高上市公司的透明度。同時，也使上市公司通過采納出資者的合理化建議，改善公司的經營管理，實現公司價值最大化和股東利益最大化。

第四，有關部門應督促上市公司樹立回報股東意識，完善分紅政策及其決策機制，增強紅利的分配透明度，分紅持續穩定的上市公司可加快再融資步伐。同時，探索利用中外合資產業投資基金等直接投資形式加強與境外特別是與東盟國家的交流，以開放的思維和眼界來謀劃廣西地區經濟市場發展。

[1]Ohlson J.Earnings，Book values，and dividends in equity valuation [J].Contemporary Accounting Research.1995,11.661-687.

[2]Carroll T J.Linsmeier T J.Perroni K R.The reliability of fairvalue versus historicalcostinformation：Evidence from closed-end mutual fund [J].Journal of Accounting.Auditing and Finance.2003,18(1).1-23.

[3]張燁，胡倩.資產公允價值的信息含量及其計量——來自香港金融類上市公司的經驗數據 [A].證券市場導報，2007,(12).29-35.

[4]蔡艷萍，陳慧萍.公允價值計量模式下股價增量信息含量研究[A].會計研究，2010,34(6).61-64.

[5]張麗芳.公允價值計量對會計信息價值相關性影響的研究[D].湖南大學碩士學位論文，2012,1-47.

[6]張黎.新會計準則中公允價值的運用對上市公司利潤的影響分析[D].長安大學碩士學位論文，2008,1-53.

[7]樊麗麗.投資性房地產公允價值計量對財務狀況及股價影響研究[D].山東財經大學碩士學位論文，2012,1-63.